A vocação exportadora do Rio Grande do Sul: uma avaliação por meio do efeito fronteira.

uma avaliação por meio do efeito fronteira

Sérgio Leusin Jr.

Professor de Economia da Universidade do Vale do Rio dos Sinos (UNISINOS)

André Filipe Zago de Azevedo

Professor do Mestrado em Economia da Universidade do Vale do Rio dos Sinos (UNISINOS) Bolsista de Produtividade em Pesquisa do CNPq.

Marcos Tadeu Caputi Lélis

Professor do Mestrado em Economia da Universidade do Vale do Rio dos Sinos (UNISINOS)

Resumo

O Rio Grande do Sul tem se notabilizado pe­ lo elevado volume de suas exportações, sendo atualmente o terceiro maior estado exporta­ dor brasileiro. Este artigo busca examinar o viés exportador do estado através do chama­ do “efeito fronteira” para o período 1997­2002. Esse efeito foi estimado empiricamente, utili­ zando­se dados agrupados e dados em painel, em um modelo gravitacional com os 27 esta­ dos brasileiros e 40 países. Os resultados apon­ tam para a inexistência de um viés de comércio para os demais estados brasileiros; portanto as fronteiras nacionais não representariam custo maior para as exportações do Rio Grande do Sul em relação aos demais estados. Possíveis causas da inexistência do viés doméstico de comércio do Rio Grande do Sul podem estar relacionadas à maior proximidade geográfica do estado com outros países, principalmente os do Mercosul, às preferências comerciais ga­ rantidas pelo bloco, bem como ao perfil de suas exportações, baseadas principalmente em produtos primários.

Abstract

Rio Grande do Sul is one of the most

important states in terms of exports in Brazil, and is currently the third largest exporter. This paper examines the export bias of the

state through the so-called border effect in the period 1997-2002. This effect, defined as the negative impact of national borders on trade volumes, was estimated empirically, using a gravity model with both pooled and panel data with all 27 Brazilian states and 40 countries. The results suggest that borders do not represent an additional cost to the state’s international trade. Possible explanations for the absence of the border effect are related to the proximity of Rio Grande do Sul with other countries, especially those from MERCOSUR, to the trade preferences granted by the bloc and to the state’s export profile, based on primary products.

Palavras-chave

efeito fronteira, modelo gravitacional, integração regional.

Classificação JEL R12, R15, F15.

Key-Words

Border Effect, Gravity Model, Regional Integration

1_Introdução

As fronteiras nacionais parecem estar per­ dendo relevância, na medida em que o pro­ gresso tecnológico tem diminuído signifi­ cativamente os custos de transporte e de comunicação nas últimas décadas. Além disso, as barreiras tarifárias e não tarifárias têm sido reduzidas multilateral e preferen­ cialmente, desde que um número cada vez maior de países tem se engajado nas nego­ ciações da Organização Mundial de Co­

mércio (OMC) e na formação de blocos

econômicos.1 _{Tal aumento da integração}

econômica internacional, que tem levado os fluxos de comércio a crescer mais rapi­

damente que o PIB dos países, confirma­

ria essa impressão.2

Conforme destaca Frankel (1997),

é usualmente aceito que, em termos de comércio internacional, o mundo está ficando cada vez menor. Alguns econo­ mistas chegam a concordar com Ohmae (1990), que afirma que as fronteiras na­ cionais teriam desaparecido efetivamente.

Ou, ao menos, que o impacto negativo das fronteiras nacionais sobre o volume de comércio, o chamado “efeito frontei­ ra”, teria sido dramaticamente reduzido. Ou seja, o processo que se convencionou chamar de “globalização” estaria tornan­ do menores os custos associados ao co­ mércio internacional, que não seriam ob­ servados no comércio intranacional.

Esses custos podem ser inerentes à diferença de gosto entre as populações, que, por sua vez, pode ser originada pela diversidade de renda per capita entre as economias, ou ainda, por diferenças na língua e na cultura, ou de política comer­ cial. Em relação ao processo de homoge­ neização cultural e econômica promovi­ do pela globalização, Baldwin e Martin

(1999) destacam a significativa redução

dos custos de transportes e comunicação como fatores determinantes para o vigor apresentado no crescimento das exporta­

ções mundiais na história recente.3

1 _{Segundo Rodriguez (2007), a}

tarifa média das importações mundiais, entre 1990 e 2002, passou de 10,5% para 6%, e o grau de abertura mundial, de 75,2% para 86,8%. O grau de abertura é mensurado mediante a razão entre a soma das exportações e a das importações pelo PIB.

2 _{Segundo dados da OMC}

(2010), nos 25 anos após a 2ª

Guerra Mundial, o comércio mundial cresceu em média

8% ao ano, ao passo que o crescimento econômico mundial foi em média de

5% ao ano.

3 _{Bairoch (1989) apud Baldwin}

e Martin (1999) observou que, em 1830, o custo de transporte do ferro e do trigo, por exemplo, representava, respectivamente, 92% e 79%

do custo de produção desses bens, caindo para 19% e

O modelo gravitacional tem sido o principal instrumento utilizado pela lite­ ratura para medir esse viés doméstico do comércio ou efeito fronteira (por exem­

plo, McCallum, 1995; Silva et al., 2007).

A equação gravitacional controla os fa­ tores que determinam o fluxo bilateral

de comércio, incluindo PIB e distância,

além de um conjunto de variáveis eco­ nômicas, geográficas e culturais, permi­ tindo estimar o efeito fronteira, por meio de uma variável dummy, que captaria o impacto adicional de comércio específi­ co ao par de estados/países. McCallum

(1995) foi o precursor a estimar o impac­

to das fronteiras no padrão de comércio de dois países contíguos. O autor veri­ ficou que, mesmo para países com ren­ da semelhante e integrantes de um acor­ do de livre comércio, como é o caso dos

EUA e do Canadá, as barreiras nacionais

ocasionaram grande viés doméstico dos fluxos de comércio entre esses países. O efeito fronteira existente entre o Canadá

e os EUA, em 1988, revelou que o comér­

cio entre duas províncias canadenses se­

ria 22 vezes maior que o comércio entre

uma província e um estado dos Estados

Unidos. Silva et al. (2007), por sua vez,

buscaram medir a magnitude do efeito fronteira para o Brasil. Os resultados en­ contrados mostraram que o comércio en­

tre dois estados brasileiros, em 1999, era

37 vezes maior que o comércio interna­

cional desses estados.

Dessa forma, pode­se argumentar que, mesmo ocorrendo um processo de in­ tegração internacional, o Brasil ainda apre­ sentaria elevado impacto de suas fronteiras no comércio internacional. Um aspecto im­ portante do efeito fronteira para as regiões brasileiras é que a sua magnitude mostra va­ riação extremamente elevada entre as regiões, sendo significativamente maior nas regi­ ões Norte e Nordeste, em relação às regi­ ões Sul e Sudeste (por exemplo, Daumal;

Zignago, 2005; Leusin Jr.; Azevedo, 2009).

Nesses trabalhos, a Região Sul apresentou o menor viés doméstico de seus fluxos co­ merciais, indicando o maior grau de aber­ tura dessa região para o exterior. Tais re­ sultados vão ao encontro da magnitude do

grau de abertura1 _{dos estados da Região Sul}

encontrados por Souza (2003), em que o

Rio Grande do Sul (22,2%), Santa Catarina

(20,5%) e o Paraná (19,2%) figuram, respec­ tivamente, como terceiro, quarto e sétimo no ranking brasileiro com maior grau de

abertura para o período entre 1991 e 2000.

Este artigo tem como objetivo prin­ cipal, portanto, mensurar a magnitude do efeito fronteira para o estado do Rio Gran­

de do Sul, para o período 1997­2002, o úni­

co estado com informações consolidadas disponíveis para o comércio interestadu­ al no país. Está dividido, além desta in­ 4 _{Grau de abertura mensurado}

trodução, em três seções. Na seção 2, são apresentados os resultados empíricos en­ contrados na literatura econômica sobre o efeito fronteira, baseados no modelo gravitacional, com ênfase nos trabalhos que estimaram o efeito fronteira no Bra­

sil. Na seção 3, são mostrados os dados, a

abordagem econométrica e os resultados do efeito fronteira, estimados mediante o modelo gravitacional, para o estado do

Rio Grande do Sul, para o período 1997­

2002. A seção 4 aponta as conclusões.

2_O efeito fronteira

A maior integração econômica entre os países tem criado uma imagem que as fronteiras nacionais estariam perdendo relevância até o ponto de se tornarem ir­ relevantes, ou seja, para um estado de um país, seria indiferente exportar para outro estado do próprio país ou para o exterior, controlando­se para as variáveis econô­ micas, geográficas e culturais que deter­ minam o comércio internacional. Nesse

contexto, a partir da década de 1990, co­

meçou a surgir uma série de estudos que buscou, por meio do modelo gravitacio­ nal, mensurar e analisar o impacto das fronteiras sobre o padrão de comércio in­ ternacional e intranacional (McCallum,

1995; Helliwell, 1998; Hidalgo; Vergolino,

1998; Nitsch, 2000; Anderson; Wincoop,

2003; Daumal; Zignago, 2005; Gil­Pareja

et al., 2005; Silva et al., 2007).

Graças a sua capacidade de explicar os fluxos bilaterais de comércio, o mode­ lo gravitacional tem sido bastante utiliza­ do para mensurar o viés doméstico dos fluxos de comércio, ou seja, medir qual é a intensidade do viés de comércio in­ tranacional vis­à­vis o comércio interna­ cional ou o efeito fronteira internacio­ nal. Para tal propósito, são introduzidas

dummies que assumem valor igual a 1

(um), quando o comércio é entre esta­

dos/províncias de um mesmo país, e 0

(zero), quando o comércio é internacio­ nal. Desta forma, encontra­se o coefi­ ciente que mede o tamanho do viés de comércio entre os estados de um país comparativamente com o comércio ex­ terno. O viés doméstico pode ser causa­ do por uma série de fatores, tais como a preferência dos consumidores por pro­ dutos nacionais e a política comercial ex­

terna do país.5

O trabalho inicial deve­se a Mc­

Callum (1995), que utilizou dados de

1988 de exportações entre as províncias

do Canadá e os estados dos Estados Uni­ dos, com o objetivo de comparar o co­ mércio intranacional do Canadá com as exportações daquele país para os Estados Unidos. Dessa maneira, o autor buscou mensurar o tamanho do viés doméstico

5 _{Este coeficiente também}

existente no Canadá, quando os fluxos de comércio entre as províncias são com­ parados com o comércio entre províncias e estados americanos de similar tamanho e distância. Para tanto, o autor selecio­

nou 10 províncias canadenses e 30 esta­

dos norte­americanos, que seriam os 20

estados mais populosos, mais todos os es­ tados americanos que fazem divisa com

o Canadá.6 _{Assim, sua amostra era com­}

posta de 690 observações (90=10x9, refe­

rente ao comércio interprovíncias, mais

600=10x30x2, referente ao comércio en­

tre províncias do Canadá e estados ame­

ricanos).7 _{Desta forma, a regressão esti­}

mada pelo autor, através de Mínimos

Quadrados Ordinários (MQO), foi:

(1)

6 _{Segundo o autor, a amostra}

dos estados americanos (30

estados) correspondia a 90%

do comércio do Canadá com os EUA, no período examinado.

7 _{Em sete casos, não havia}

registro de comércio, deixando a amostra final com 683 observações.

LnX

=

β

+

β

LnY

+ +

β

LnY

+

β

LnDIST

+

β

Dummy

+

ε

8 _{Em que:}

β1 = 1,21 (0,03),

β2 = 1,06 (0,03),

β3 = ­1,42 (0,06) e

β₄ = 3,09 (0,13). Os valores entre parênteses se referem ao erro padrão dos coeficientes estimados (R2=0,811).

9 _{Como a equação é estimada}

em logs, o coeficiente associado a qualquer variável dummy é: [exp(coeficiente da dummy)], ao passo que o percentual equivalente é: [(exp(coeficiente da dummy)­1) x100].

onde:

X_ij: exportações nominais do país i

para o país j;

Y_w: PIB nominal dos países i e j;

DIST_ij: distância entre os países i e j;

Dummy_ij: assume o valor de 1 no ca­

so de exportações intraprovíncias do Canadá e zero para exportações de províncias canadenses para estados norte­americanos;

β

β

que se esperam que tenham,

à exceção de

β

ε

Os resultados8 _{encontrados evidenciam}

forte viés doméstico dos fluxos de comér­ cio canadense. O autor observou, por in­ termédio do modelo gravitacional, que o comércio entre duas províncias do Cana­

dá seria 22 vezes superior ao comércio en­

tre províncias canadenses e estados ameri­

Com base nesse resultado, seria possível afirmar que as fronteiras nacionais conti­ nuariam sendo um obstáculo importan­ te para os fluxos de comércio internacio­ nais. Tais resultados mostram não apenas a importância das fronteiras para o co­ mércio, mas constituem um desafio para algumas hipóteses comumente feitas so­ bre a importância do comércio interesta­ dual e internacional, tornando questio­ nável a possibilidade do ajustamento de preços através da arbitragem internacio­

nal.10 _{Além disso, deve­se ressaltar que o}

resultado é no mínimo paradoxal, uma

vez que Canadá e EUA são países com

culturas de consumo semelhantes, com­ partilham uma fronteira seca e já haviam firmado alguns acordos bilaterais de co­

mércio entre si, em 1988.

Estendendo os resultados apresen­ tados acima e utilizando a mesma equa­

ção de McCallum (1995), Helliwell (1998)

questiona qual o padrão de comércio de Quebec (província canadense) comparan­ do com outras províncias do país. Os re­ sultados, baseados em dados revisados pa­

ra 1988, 1989 e 1990, em uma abordagem

por MQO, mostram que, enquanto uma

província típica comercializa 20 vezes mais

com outras províncias do que com os esta­ dos americanos de semelhante tamanho e distância, para Quebec o múltiplo é ainda

maior, isto é, 26 vezes. Assim, o comércio

entre Quebec e os EUA parece, segundo o

autor e confirmando os resultados de Mc­

Callum (1995), uma alternativa menos vi­

ável do que o comércio entre Quebec e o resto do Canadá.

Anderson e Wincoop (2003), uti­

li zando o modelo gravitacional, revisa­ ram novamente a relação comercial entre

Canadá e EUA em uma abordagem por

Regressões Aparentemente Não Relacio­

nadas (SUR – Seemingly Unrelated

Regres-sions) e encontraram um valor diferente

daqueles obtidos por McCallum (1995)

e Helliwell (1998). Os autores chegaram

a um valor inferior, de 16,4. Além disso,

também estimaram o efeito fronteira pa­

ra uma perspectiva dos EUA. O coeficien­

te encontrado do viés doméstico para os Estados Unidos foi significativamente in­ ferior ao encontrado para o Canadá, de

apenas 1,50.

Neste artigo, os autores inovam ao incluir uma segunda série de resultados obtidos com base em uma equação gravi­ tacional mais elaborada, acrescentando a

distância relativa ponderada pelo PIB das

economias. Para essa nova equação, eles adicionaram variáveis que buscavam cap­ tar o custo de oportunidade (ou resistên­ cia multilateral ao comércio) de se estar exportando do estado “i” para o estado “j”, assim como o custo de oportunidade de o estado “j” estar comprando de “i”.

10 _{A argumentação da}

Ou seja, quando um estado “i” comer­ cializa com o estado “j”, ele está abrindo mão de comercializar com outros estados. Desta forma, essas novas variáveis sugeri­ das pretendem captar esse efeito, assim como atenuar as distorções ocorridas por estados isolados geograficamente ou sig­ nificativamente desiguais em suas rendas. Assim, os autores revisaram a equa­ ção de gravidade usada por McCallum

(1995) e buscaram explicar as razões para

os resultados obtidos. Segundo os autores, dois fatores contribuíram para a obten­ ção de um viés doméstico tão significati­

vo para o comércio Canadá­EUA. Primei­

ramente, argumentam que o padrão de

comércio do Canadá com os EUA é, em

grande parte, explicado pela reduzido ta­ manho do Canadá se comparado à eco­

nomia dos EUA. Nesse contexto, insere­

­se tanto a maior diversidade de produtos

existente nos EUA quanto as peculiarida­

des culturais e geográficas verificadas nas principais províncias canadenses (movi­ mentos separatistas em Quebec, isola­ mento geográfico entre o lado leste e o oeste, etc.). A segunda linha de explica­ ção para o significativo valor encontrado do viés doméstico de comércio canaden­ se é a ausência de variáveis que expres­ sem a resistência multilateral ao comér­ cio nos modelos que o precederam. De qualquer forma, valendo­se dos estudos

de McCallum (1995), Helliwell (1998) e

Anderson e Wincoop (2003), pode­se di­

zer que a magnitude do efeito fronteira

entre Canadá e EUA é bastante elevada,

com as províncias canadenses comercia­

lizando entre 16 e 26 vezes mais com ou­

tras províncias do Canadá do que com estados norte­americanos de similar ta­ manho e distância.

Para o caso da União Europeia (UE),

também se esperava a priori que o efeito fronteira fosse insignificante, dado que o bloco é uma região profundamente inte­ grada, tanto domesticamente como inter­

nacionalmente. Contudo, Nitsch (2000)

sinalizou o contrário, ao mensurar o im­ pacto das fronteiras nacionais no comér­

cio internacional dos países da UE. Atra­

vés do modelo gravitacional, estimado de acordo com uma abordagem por Regres­ sores Aparentemente não Relacionados

(SUR) com dados dos fluxos comerciais

internacionais e intrabloco para o perío­

do compreendido entre 1979 e 1990, o

autor encontrou um viés doméstico igual

a 10. Isso significa dizer que, após con­

trolar para as variáveis do modelo gra­ vitacional, os fluxos comerciais entre os

países integrantes da UE eram 10 vezes

fronteiras regionais para blocos econô­ micos com elevado grau de integração econômica.

Gil­Pareja et al. (2005) analisaram

o impacto do efeito fronteira na Espa­ nha mediante um modelo gravitacional com dados do comércio intranacional e

internacional para o período de 1995 a

1998. Os autores buscaram estimar tam­

bém o efeito fronteira para cada uma das

17 regiões espanholas. Para tanto, utiliza­

ram informações do comércio entre as regiões, assim como o comércio interna­

cional de cada região para 27 países da

OCDE. Os resultados indicam que, após

controlar para as variáveis do modelo, as regiões espanholas comercializam cerca

de 22 vezes mais com outras regiões da

Espanha do que com os países da OC­

DE. Eles observam que o resultado pa­

ra o efeito fronteira da Espanha é seme­ lhante ao encontrado por McCallum

(1995) e também que o viés doméstico

dos fluxos comerciais varia significativa­ mente entre as regiões espanholas. Ma­ dri, por exemplo, no centro do país, co­ mercializa nove vezes mais com outras regiões espanholas do que com o exte­ rior; já para Cantabria, no extremo nor­

te do país, o viés doméstico é igual a 53.

As ilhas Balearic apresentam o maior im­ pacto das fronteiras sobre os fluxos de

comércio (59 vezes), seguidas por Extre­

madura (42 vezes) e Asturias (41 vezes).

Excluindo esses resultados extremos, po­ de­se observar que o viés doméstico para a maioria das regiões espanholas situa­se

entre 14 e 30 vezes. Os resultados apre­

sentados pelos autores mostram que o viés doméstico, além de não ser neces­ sariamente uniforme para regiões de um país, pode variar significativamente en­ tre elas. Segundo os autores, tais resulta­ dos podem ser explicados pela geografia da Espanha, assim como pelas significa­ tivas diferenças na estrutura das firmas entre as regiões espanholas.

2.1_O efeito fronteira no Brasil

Alguns trabalhos recentes buscaram esti­ mar o efeito fronteira para a economia brasileira. O maior problema é a ausên­ cia de dados referentes aos fluxos comer­ ciais entre os estados do Brasil, também por vias internas é um importante instru­ mento para avaliar as relações comerciais entre os estados, bem como o grau de (in) dependência econômica desses. Contudo, a produção sistemática e continuada das informações relativas às operações de co­ mércio por vias internas é precária ou ine­ xistente. Segundo Vasconcelos e Oliveira

(2006), existem informações consolida­

das para as décadas de 1940, 1960, 1970 e

Silva et al. (2007) analisaram o efei­ to fronteira para o mercado brasileiro pa­

ra o ano de 1999, com base nos dados da

matriz de comércio interestadual obtidas

de Vasconcelos (2001). O modelo utiliza

variáveis como a diferença entre os PIBs

per capita dos estados e dos países, as­

sim como uma variável dummy que as­

sume o valor unitário no caso da adja­ cência entre estados brasileiros ou países, e zero, caso contrário. Utilizando­se de dados de corte seccional, em um mode­ lo gravitacional, com todos os estados

brasileiros mais o Distrito Federal e 40

países, os autores encontraram um viés doméstico consideravelmente alto para os padrões observados na literatura eco­ nômica. Controlando as variáveis “dis­ tância” e “tamanho” das economias, o viés doméstico dos fluxos de comércio

do Brasil mostrou­se 37,7 vezes maior

do que para fora do país. Entre as jus­ tificativas para um viés dessa magnitu­ de, os autores citam o baixo grau de substituição entre os produtos domés­ ticos e estrangeiros e também as gran­ des barreiras ainda existentes ao comér­ cio internacional.

Além disso, Moreira e Correa (1997)

sinalizaram que fatores geográficos, como o tamanho do território e a distância em relação aos principais mercados, assim co­ mo o tamanho da população brasileira,

contribuem para uma baixa internaciona­ lização dos fluxos comerciais brasileiros. Em todas as estimativas apresentadas aci­ ma, tanto para Canadá, União Europeia e Brasil, nota­se ainda a importância das fronteiras nacionais para a determinação dos fluxos comerciais.

Daumal e Zignago (2005) propõem­

­se a medir o efeito fronteira internacio­ nal e intranacional para o Brasil, entre os

anos de 1991 a 1999. Para tanto, os autores

utilizam duas dummies, “home” e “Brasil”, onde a primeira capta a preferência dos es­ tados brasileiros pelo comércio interno, ou seja, entre municípios do mesmo estado, e a segunda dummy capta a preferência pelo comércio entre os estados brasilei­ ros, e não com o exterior, ou seja, o efeito fronteira internacional. De forma análo­ ga, pode­se afirmar que a dummy “home” capta o impacto das fronteiras estaduais – devido a isso chamar­se também “efei­ to fronteira intranacional” – e a variável dummy “Brasil” busca captar a importân­ cia da fronteira nacional para a determi­ nação dos fluxos comerciais internacio­ nais ou efeito fronteira internacional. Os dados utilizados englobam os fluxos co­

merciais entre 26 estados brasileiros11 _{e os}

fluxos internacionais de cada estado para

164 países, para 1991, 1997, 1998 e 1999.

Segue abaixo a equação estimada em uma abordagem por efeitos fixos:

11 _{Os autores não}

(2)

áveis “home” e “Brasil” [exp(home­brasil) = hb] para medir o grau de fragmentação interna, ou, no sentido inverso, o nível de integração doméstica. O coeficiente hb captura a preferência dos estados bra­ sileiros pelo comércio consigo mesmo, e não com os demais estados do Brasil ou com um país estrangeiro. Assim, quanto maior é o valor de hb, maior é o nível de fragmentação doméstica, pois maior de­ verá ser a porção de comércio intraesta­ dual da equação. Para a variável “Brasil”, a sistemática é semelhante, isto é, quan­ to maior o seu valor, menor é a integra­ ção internacional, e maior é o impacto do efeito fronteira. Desta forma, pode­ ­se comparar o engajamento dos estados no comércio doméstico e internacional.

Os resultados para o efeito frontei­ ra intranacional (dummy “home”) mos­

tram que, em 1999, um estado brasileiro,

depois de controlado para as variáveis do

modelo gravitacional, negociava 11 vezes

mais com ele mesmo do que com outra

unidade federativa, enquanto, em 1991,

esse número chegava a 19 vezes. Ou se­

ja, com o passar dos anos, teria ocorrido

Ln

X

Y Y

LnDIST

Home

Brasil

E

ij

i j

i j i ij

=

β

+

β

+

β

+

β

+

β

+

ε

em que:

Xij: exportações do estado “i” para o pa­

ís ou estado “j”;

Yw: PIB nominal dos estados ou países

i e j;

DISTij: distância do estado i ao estado

ou país j;

Home: variável dummy que assume va­ lor 1 no caso do comércio seja entre ci­ dades de um mesmo estado (intraesta­ dual) e zero para o caso do comércio ser interestadual ou internacional;

Brasil: variável dummy que assume va­ lor 1, caso o comércio seja entre os esta­ dos brasileiros, e valor zero, em todos os outros casos;

Ei: efeitos­fixos de exportação;

β

β

ram que tenham, à exceção de

β

positivo;

ε

redução da preferência comercial intra­ estadual em benefício do comércio in­ terestadual no Brasil, mas ele continua­ ria muito elevado quando comparado ao de outros países. Na tentativa de justifi­ car esses resultados, os autores apontam alguns de seus possíveis determinantes, tais como alíquotas de tributos internos

(ICMS) não uniformizadas para o comér­

cio doméstico, diferenças culturais e na estrutura de suas economias e o padrão das compras governamentais dos esta­ dos. Para o efeito fronteira internacional (dummy “Brasil”), os resultados são sur­

preendentes. Em 1999, o viés doméstico

dos fluxos de comércio, após controlar o tamanho das economias e a distância en­

tre elas, é igual a 33, ao passo que, para

o ano de 1991, é de apenas 17.12 _Desta

forma, os autores observam que os resul­ tados apresentados para o Brasil contra­ riam aqueles esperados de acordo com a literatura econômica. Em um país como o Brasil, engajado no processo global de integração internacional, através da aber­ tura comercial observada no decorrer da

década de 1990 e a formação do Merco­

sul, a partir de 1991, esperava­se queda

do efeito fronteira internacional.

Apesar de os autores não terem realizado o cálculo do efeito fronteira por regiões brasileiras, pode­se deduzi­ ­lo valendo­se dos coeficientes estaduais

do efeito fronteira internacional. Em ge­ ral, os estados das regiões Sul e Sudeste apresentam os menores custos de frontei­ ra internacional, ou seja, menores impac­ tos do efeito fronteira para a determina­ ção dos fluxos comerciais para o exterior.

Em 1999, o intervalo de variação do co­

eficiente do efeito fronteira internacional

dos estados do Norte vai de 6,2 até 10,3;

para a região Nordeste, o intervalo é de

5,8 até 8. Para os estados do Sul e do Su­

deste, o intervalo de variância apresenta amplitude menor, com limite inferior de

1,3 e limite superior de 4. Com base nos

resultados apresentados pelos autores, po­ de­se afirmar que os estados das regiões Sul e Sudeste são mais integrados inter­ nacionalmente que os das regiões Norte e Nordeste. Além disso, aqueles estados mais integrados nacionalmente também o são internacionalmente. Estados da região Norte, como Amapá e Acre, por exem plo, possuem elevado coeficiente do efeito fronteira intranacional, assim co­ mo alto coeficiente para o efeito frontei­ ra internacional. Em contraposição, São Paulo, na região Sudeste, apresenta bai­ xo coeficiente para o efeito fronteira, tan­ to para os fluxos domésticos quanto para os internacionais. Na prática, isso signi­ fica dizer que os estados que comercia­ lizam proporcionalmente mais interna­ mente, ou seja, com os demais estados 12 _{Ou seja, para 1999, os fluxos}

de comércio doméstico eram

brasileiros, também tendem a comercia­

lizar mais com o exterior.13

Leusin Jr. e Azevedo (2009) busca­

ram mensurar o impacto do efeito fron­ teira para o Brasil e suas regiões, também através do uso do modelo gravitacional, utilizando dados de corte seccional para

o ano de 1999, com todos os 27 estados

brasileiros e 40 países. A conclusão prin­ cipal é que as fronteiras ainda represen­ tam significativo custo de comércio pa­ ra o Brasil, especialmente para as regiões Norte e Nordeste. Observou­se que, pa­

ra o Brasil, em 1999, o impacto do efeito

fronteira se traduz em um viés domésti­

co dos fluxos de comércio 33 vezes supe­

rior aos fluxos comerciais internacionais. Esse resultado mostra­se muito se­ melhante aos encontrados por Silva et al.

(2007), que encontraram um viés de 37

vezes, assim como o resultado encontrado

por Daumal e Zignago (2005), de 32 vezes.

Todos esses trabalhos analisaram o efeito

fronteira para o Brasil, em 1999. O coefi­

ciente do efeito fronteira apresenta grande variação entre as regiões, indicando que as exportações intranacionais são entre cin­ co (região Sul) e 83 vezes (região Nordes­ te) maiores do que aquelas para os demais países. Vale notar que o efeito fronteira de­ cresce significativamente do norte para o sul do país. Estados do Norte e do Nordes­ te apresentam efeito fronteira relativamen­

te alto, se comparados com dados da lite­ ratura internacional. A grande parcela do comércio intranacional no comércio total dos estados das regiões Norte e Nordeste parece contribuir para um viés doméstico mais elevado para tais regiões. Além disso, a malha de transportes dessas regiões mos­ tra­se mais precária, menos diversificada e mais distante do centro econômico do pa­ ís do que das regiões Sul e Sudeste.

Na literatura brasileira que tan­ ge à temática do efeito fronteira regional, também se destaca o trabalho de Hidalgo

e Vergolino (1998). Os autores discutem

o fluxo de comércio do Nordeste para o resto do Brasil e exterior usando o mode­ lo gravitacional. No estudo, eles procura­

ram avaliar, para o ano de 1991, a impor­

tância das fronteiras (internas e externas) sobre o padrão do comércio internacio­ nal e intranacional. Para tanto, usaram as exportações de cada estado do Nor­

deste para cada um dos outros 26 esta­

13 _{Sá Porto (2002) mostrou}

em seu estudo que as regiões Norte e Nordeste parecem ter tirado proveito menor dos ganhos de bem­estar obtidos com o processo de integração internacional promovido pelo Mercosul, no decorrer da década de 1990. Ou seja, segundo os resultados do autor, as regiões Sul e Sudeste

apresentaram impactos comparativamente mais significativos com a criação do Mercosul. Em relação ao bloco, uma série de trabalhos buscou estimar os efeitos do bloco sobre os fluxos de comércio intra e extrabloco (por exemplo, Kume; Piani, 2000; Sá Porto,

dos da Federação e para cada um dos pa­ íses com os quais os estados nordestinos mantinham comércio.

A fim de conhecer melhor o papel da existência de fronteiras para o comér­ cio exterior da região Nordeste, os auto­ res estimaram o modelo gravitacional em

uma abordagem por MQO, usando a for­

ma log­linear. Constataram que o efeito da existência das fronteiras sobre os flu­ xos de comércio são significativos, uma vez que as exportações interestaduais re­

presentam para o Nordeste cerca de 11

vezes mais que as exportações internacio­ nais. Os autores mostram também que

os fluxos de comércio interno na região

Nordeste são 1,75 vez maior que as ex­

portações para as outras regiões do Bra­ sil. A existência de fronteiras parece mos­ trar­se um determinante importante do comércio nordestino, principalmente a fronteira internacional. Na tentativa de justificar esses resultados, os autores argu­ mentam que a produção da região Nor­ deste é mais concentrada em bens primá­ rios e intermediários, e o seu comércio consiste basicamente na troca de bens agrícolas e matérias­primas por produtos manufaturados, caracterizando um co­ mércio interindustrial.

Autores Período Região Analisada Dimensão do

Efeito fronteira Nº de obs. Método R2

McCallum (1995) 1988 (Canada­EUA) 22 683 MQO 0,8

Helliwell (1996) 1988­1990 (Canadá­EUA) 20 677 MQO 0,8

Anderson e Wincoop (2003) 1993 (Canadá­EUA) 16,4 589 SUR 0,7

1993 (EUA­Canadá) 1,5 589 SUR 0,8

Nitsch (2000) 1979­1990 (EU ­ mundo) 10 972 SUR 0,9

Gil­Pareja et al. (2005) 1995­1998 (regiões espanholas­mundo) 9 até 59 3808 Efeitos fixos 0,7

Daumal e Zignago (2005) 1991 (Brasil ­ mundo) 17,04 2249 Efeitos fixos 0,7

1999 (Brasil ­ mundo) 32,55 2441 Efeitos fixos 0,7

Hidalgo e Vergolino (1998) 1991 (Nordeste ­ mundo) 11,5 461 MQO 0,6

1991 (Nordeste­Brasil) 1,75 461 MQO 0,6

Silva et al. (2007) 1999 (Brasil ­ mundo) 37,7 1334 MQO 0,7

Leusin e Azevedo (2009) 1999 (Brasil ­ mundo) 33,1 1782 MQO/ Tobit 0,65

Os trabalhos apresentados eviden­ ciam que as fronteiras estaduais e nacio­ nais ainda representam significativo custo adicional de comércio. Os resultados pa­ ra o efeito fronteira brasileiro mostram­se

muito semelhantes. Silva et al. (2007) en­

contraram um viés de comércio nacio nal

de 37 vezes, ao passo que o resultado en­

contrado por Daumal e Zignago (2005)

chegou a 32 vezes. Leusin Jr. e Azevedo

(2009) encontraram um viés doméstico

dos fluxos de comércio 33 vezes superior

aos fluxos comerciais internacionais. Há uma série de justificativas para o elevado viés doméstico do comércio brasileiro, tais como o baixo grau de substituição entre produtos nacionais e estrangeiros, as ele­ vadas barreiras ainda vigentes no comér­ cio internacional, o tamanho do território e da população brasileira e a distância em relação aos principais mercados.

Um aspecto importante do efeito fronteira para as regiões brasileiras é que a sua magnitude apresenta variação ex­ tremamente elevada entre as regiões, sen­ do significativamente maior nas regiões Norte e Nordeste em relação às Sul e Su­ deste. A região Sul mostrou o menor viés doméstico de seus fluxos comerciais, in­ dicando o maior grau de abertura dessa região para o exterior. Dado o menor vi­ és apresentado para a região Sul, na próxi­ ma seção busca­se mensurar a magnitude

do efeito fronteira para esse dado, o úni­ co estado com informações consolidadas para o período posterior a publicação de

Vasconcelos (2001).

3_O efeito fronteira para

o Rio Grande do Sul

A seção anterior apresentou uma revi­ são de literatura sobre o efeito fronteira, com ênfase no caso brasileiro. Notou­se a existência de forte viés intranacional do comércio brasileiro, mesmo após o pro­ cesso de abertura comercial ocorrido nos

anos 1990. O trabalho de Daumal e Zig­

nago (2005) sugere inclusive que o viés

doméstico dos fluxos comerciais brasilei­ ros teria aumentado no decorrer da déca­

da de 90. Valendo­se dos resultados apre­

sentados, é possível supor que haja um padrão para o efeito fronteira brasileiro

para o ano de 1999, oscilando entre 32 e

37 vezes. Esta seção busca calcular o efei­

to fronteira do Rio Grande do Sul, no pe­

ríodo entre 1997 e 2002.

3.1_Dados

A variável dependente são as vendas do

Rio Grande do Sul para os 26 estados da

Federação e as exportações desse mesmo

estado para os 46 países da amostra. O

fluxo comercial do RS para os estados do

Divisão de Estudos Econômicos (DEE)

da Secretaria da Fazenda do Estado (2004),

expresso em R$ correntes. Os dados das

vendas do RS para os estados brasileiros,

entre 1997 e 2002, foram transformados

em valores constantes de 2000, através

do IPCA.14 _{As exportações do RS para os}

países de amostra foram obtidos do si­ te Aliceweb, do Ministério do Desenvol­ vimento, Indústria e Comércio Exterior

(MDIC) em US$ correntes. Para a atuali­

zação dos fluxos de comércio internacio­

nais do RS, foi usado o indicador da in­

flação americana ao consumidor.15 _Com

esse procedimento, passam­se a ter os flu­ xos de comércio internacionais em dóla­ res constantes para o ano de 2000, sendo convertidos para reais pela taxa de câm­ bio média do ano de 2000 (R$/US$ = 1,8302). Desta forma, obtêm­se os flu­

xos de comércio internacionais em reais constantes para o ano de 2000.

Os dados do Produto Interno Bru­

to (PIB) e do PIB per capita dos estados

brasileiros encontravam­se a preços cons­

tantes de 2000, deflacionados pelo Defla­

tor Implícito do PIB nacional, calculados

pelo IBGE e obtidos no site do IPEADA­

TA. Os dados dos países selecionados

(PIB e PIB per capita em US$ constan­

tes de 2000) foram obtidos no banco de

dados do Banco Mundial; para Taiwan e Coreia do Sul, os dados foram con­ seguidos no banco de dados do Fundo

Monetário Internacional. O PIB e o PIB

per capita dos países da amostra encon­ travam­se em dólares constantes para o

ano de 2000, sendo necessária a conver­

são desses para reais de 2000 pela taxa de

câmbio média anual desse ano.

A distância, medida em quilôme­ tros, foi obtida no Departamento Na­ cional de Infraestrutura de Transportes

(DNIT) e representa a distância física en­

tre Porto Alegre e as capitais de cada es­

tado.16 _{Para a distância entre Porto Ale­}

gre e os países da amostra, considerou­se aquela entre Porto Alegre e o principal porto de cada país da amostra, sendo es­ ses dados extraídos do site Sea Distances – Voyage Calculator (http://e­ships.net/

dist.htm).17 _{Para a construção da amos­}

tra dos países importadores, foram con­ siderados alguns critérios seguidamen­ te usados na literatura, tais como ampla 14 _{Os dados terão como base}

o ano de 2000, uma vez que o PIB para os países e para os estados brasileiros geralmente está disponível ou em valores correntes ou a preços constantes de 2000.

15 _{Conhecida sob a}

denominação; CPI – All Items, (2005=100).

16 _{A distância entre duas}

cidades é medida de centro a centro, e os caminhos são os mais curtos, dando preferência às rodovias asfaltadas (DNIT, 2007).

17 _{Para os países sem acesso ao}

abrangência geográfica, considerando no mínimo um país para cada continente e elevada participação no comércio to­

tal, contendo ao menos 80% do total das

exportações para os períodos pesquisa­

dos.18 _{A amostra selecionada inclui 46 pa­}

íses, contemplando ambos os critérios. As exportações para os países da amos­

tra representam 91% das exportações do

Rio Grande do Sul, entre 1997 e 2002, e

abrange todos os continentes.19

3.2_Abordagem econométrica

Para este estudo, o modelo a ser utilizado estabelece as variáveis tradicionais ante­ riormente citadas como aquelas que pro­ curam captar os efeitos da adjacência e da similaridade da renda no padrão de comércio entre os parceiros comerciais. Assim, a forma da equação gravitacional aplicada ao comércio nacional e interna­ cional utilizada para a estimação do efei­ to fronteira do Rio Grande do Sul, basea­

da em Silva et al. (2007), é expressa como:

(3)

onde:

X_ij: vendas nacionais e exportações do RS

para o estado ou o país j;

Yw: PIB dos estados ou dos países i e j;

Distij: distância em km de Porto Alegre

ao estado ou ao país j;

FC: uma variável “dummy” que assume

o valor 1, se as vendas do RS vão para o

estado j do Brasil, e zero, se elas têm co­ mo destino outro país;

Adj: uma variável “dummy” que assume

o valor 1, se as vendas do RS vão para um

estado ou um país adjacente, e zero, ca­ so contrário;

(PPCi – PPCj)²: quadrado da diferença

entre o PIB per capita do RS e o PIB per ca­

pita dos estados ou dos países da amostra;

β

β

sitivos, à exceção de

β

β

ε

O modelo foi inicialmente esti­ mado por meio de Mínimos Quadra­

dos Ordinários (MQO), seguindo uma

especificação log­linear, o que permite interpretar os coeficientes como elasti­ cidades e se baseia em uma amostra de dados agrupados (pooled data), referen­

tes ao período entre 1997 e 2002, do Rio

Grande do Sul, dos demais estados brasi­

leiros e de 46 países, obtendo dessa forma

432 observações (6 anos x(26 estados +

46 países)). Na medida em que não hou­

ve dados censurados para a variável en­ dógena (exportações do Rio Grande do

18 _{Ver McCallum (1995) e Sá}

Porto (2002).

19 _{A lista completa dos países}

está em anexo.

LnX

=

β

+

β

LnY

+

β

LnY

+

β

L

LnY

LnDIST

FC

Adj

i

+

β

+

β

+

β

+

β

+

β

−

Sul para os demais estados e países), não foi preciso empregar o modelo Tobit. A vantagem de se combinar os dados em uma única equação (regressão combina­ da), em relação à opção de se usar dados em corte transversal, refere­se à obtenção de estimativas dos parâmetros mais con­ fiáveis, bem como aliviar o problema de multicolinearidade, dar mais grau de li­ berdade e maior eficiência. Essas carac­ terísticas são particularmente importan­ tes quando se busca estimar coeficientes do efeito fronteira considerando­se ape­ nas um estado exportador.

Também foi realizado um exer­ cício estatístico estruturado em dados em painel, que se utiliza de três estima­ dores diferentes. Na primeira especifica­ ção, é aplicado o estimador de Mínimo Quadrado Ordinário clusterizado (Poo­ led Cluster). Já a segunda estrutura im­ põe um modelo hierárquico, tal que, na

equação de 1º nível, se aplica o estima­

dor de efeito fixo, e a equação de 2º ní­

vel é organizada sobre a metodologia de dados de corte. Por fim, a última parti­ cularização emprega o estimador de efei­ to aleatório.

O método de Mínimos Quadra­ dos clusterizados permite estimar parâ­ metros eficientes mesmo quando se en­ contra entre as variáveis independentes do modelo considerado componentes in­

variantes no tempo. O estimador de efei­ to fixo “puro” apresenta multicolineari­ dade perfeita entre o efeito individual e aquelas variáveis independentes invarian­ tes no tempo, problema que é superado ao se construir um modelo hierárquico. Em geral, um modelo hierárquico acaba por estabelecer certa ordem na estima­ ção dos coeficientes. Isto é, uma estru­ tura hierárquica prescreve unidades indi­

viduais, em um 1º nível, agrupadas em

unidades maiores, em um 2º nível, e as­

sim sucessivamente. No caso específico do modelo estimado neste artigo, sugere­ ­se uma arquitetura hierárquica que com­ bine componentes variantes no tempo e entre as regiões no 1º nível (dados em painel) com componentes variantes ape­ nas entre as regiões no 2º nível (cross­sec­ tion). Ou seja:

Y

X

v

k K

i i t

,

=

.

+

+

=

∑

β

µ

1

(4)

(5)

Assim,

Y

dependente do modelo hierárquico; nes­ se caso, a corrente de comércio do Rio Grande dos Sul com os parceiros selecio­

nados. Por sua vez, o componente

X

µ

γ

γ

J

i

Z

e

=

+

+

=

∑

0 1

indica o conjunto de variáveis que apre­

senta variação em “i” e “t”; PIB do Rio

Grande do Sul; PIB do parceiro comer­

cial desse estado; e PIB per capita. O vetor

Z

não variam no tempo: distância, efeito adjacência e efeito fronteira. Nesse sen­

tido, no 1º nível tem­se uma estrutura

de dados em painel, já no 2º nível, pro­

porciona­se um modelo de dados de cor­ te puro. A estrutura hierárquica de 2º ní­ vel encaixa­se no processo de geração de dados referente ao efeito individual esti­

mado no 1º nível. Já o estimador de efei­

to aleatório não identifica o problema da multicolinearidade perfeita entre o efei­ to individual e os componentes invarian­ tes no tempo. Salienta­se ainda que todas as estimativas foram geradas controlando a autocorrelação e a heterocedasticidade nos resíduos. Ou seja, é empregado um estimador robusto.

3.3_Resultados

Na Tabela 2, são apresentadas as principais

estimativas obtidas para o modelo de co­ mércio do Rio Grande do Sul. Na primeira coluna, são mostrados os resultados da esti­ mação em sua forma mais simples, excluin­ do as variáveis adjacência e similaridade

de renda (equação 1), sendo a versão mais

simples do modelo, sem as variáveis adja­ cência e similaridade de renda. Na segunda

coluna (equação 2), vê­se a versão do mo­

delo com a inclusão da variável adjacên­ cia e sem a variável similaridade de renda.

Na terceira coluna (equação 3), mostra­se

a versão do modelo com a inclusão da va­ riável similaridade de renda e sem a vari­ ável adjacência. Na quarta coluna (equa­

ção 4), é apresentada a versão completa do

modelo da equação gravitacional, incluin­ do todas as variáveis que constam na equa­

ção 3. Tradicionalmente, os modelos gra­

vitacionais baseados em dados agrupados, que analisaram o efeito fronteira, apresen­ taram heterocedasticidade. Em virtude desse his tórico, o presente trabalho consi­ dera a iminência de violação das condições para que se obtenha o melhor estimador

não viesado (MELNV). O teste de White

confirmou a existência de heterocedastici­ dade e, desta forma, o modelo foi corrigi­ do pelo método de White para todas as es­

timações via MQO.

De maneira geral, os resultados fo­ ram muito bons, especialmente quando se considera aqueles com a especificação

mais completa (equação 4), com as variá­

veis consideradas explicando mais de 69%

das variações nas exportações estaduais, em que todos os parâmetros estimados são es­ tatisticamente significantes, em sua maio­

ria ao nível de probabilidade de 1%. As

cia e/ou similaridade de renda mostram a importância do uso da especificação com­ pleta do modelo. A inclusão da dummy adjacência ocasionou queda marginal no coeficiente da variável distância, o que era esperado e coerente com a literatura in­ ternacional. Já a inclusão da variável de similaridade de renda gerou elevação da

significância do PIB do país/estado impor­

tador para a determinação do fluxo de co­ mércio entre as partes.

Os resultados mostram que a elas­ ticidade das exportações em relação ao

PIB do estado exportador se situa ligeira­

mente acima de 3,2 e é significativamen­

te maior que a elasticidade das exporta­

ções em relação ao PIB do estado ou país

importador, que se situa em torno de 0,9.

Ou seja, os resultados parecem mostrar

que o PIB do estado exportador explica

em maior grau o volume de comércio en­ tre os estados ou os países. Além disso, a elasticidade do comércio bilateral com relação às rendas dos países é bastante elevada e razoavelmente estável indepen­ dentemente da especificação utilizada.

Em geral, um aumento de 1% no

PIB dos estados ou dos países importado­

res implica um crescimento de 3,2% das

exportações do Rio Grande do Sul. Na literatura empírica que envolve o efeito fronteira, é corriqueira a observação de que a elasticidade das exportações em re­

lação ao PIB do estado/país exportador

seja superior à elasticidade das exporta­

ções em relação ao PIB do estado/país

importador. Ou seja, tradicionalmente a renda do estado/país exportador explica em maior grau o volume exportado en­ tre dois parceiros do que a renda do esta­ do/país importador.

Tabela 2_Estimativas do modelo gravitacional para o Rio Grande do Sul, entre 1997 e 2002

Variável Independente Equações

(1) (2) (3) (4)

Constante ­79,70** ­80,72*** ­79,32*** ­80,34***

(39,34) (36,63) (36,48) (33,57)

Log (PIBi) 3,25** 3,27*** 3,22*** 3,24***

(1,56) (1,45) (1,45) (1,33)

Log (PIBj) 0,81* 0,80* 0,89* 0,89*

(0,03) (0,03) ­0,03 (0,03)

Log (DISTij) ­0,33* ­0,28* ­0,30* ­0,25*

(0,04) (0,04) (0,04) (0,03)

Log (PPCi ­ PPCj) ­0,12* ­0,12*

(0,01) (0,01)

Dummy Adj 1,99* 2,00*

(0,16) (0,17)

Dummy FC 0,28 0,66*** 0,34 0,73**

(0,36) (0,35) (0,30) (0,27)

R2 Ajustado 0,5745 0,6351 0,6336 0,6954

Teste F 146,50 151,08 150,10 165,06

Num. Obs. 432 432 432 432

Método Est. MQO MQO MQO MQO

Os valores entre parênteses são os erros­padrão das estimativas.

*Significância no nível de 1%.

**Significância no nível de 5%.

A proximidade dos valores estima­ dos para o coeficiente relacionado à va­ riável distância reflete a robustez das es­ timativas. A elasticidade das exportações em relação à distância é negativa e se si­

tua em torno de 0,3, com elevado grau de

significância estatística. O coeficiente es­ timado da distância absoluta demonstra sua importância como fator de resistên­

cia ao comércio: o acréscimo de 1% na

distância entre o RS e seus parceiros co­

merciais acarreta queda de 0,3% no co­

mércio entre eles.

A estimação do efeito adjacên­ cia no comércio está indicada na segun­ da e quarta colunas por coeficientes que

se situam em torno de 2 e apresentam

significância no nível de 1%. Mantendo­

­se constantes as demais variáveis, esses valores indicam que o comércio de um estado com outro adjacente é, em mé­

dia, 7,4 vezes maior que as exportações

para aqueles estados que não têm fron­ teira em comum. A magnitude desse re­

sultado é surpreendente, dada a inexis­ tência conceitual de barreiras tarifárias, mas que encontra alguma explicação na extensão territorial do Brasil e nas difi­ culdades de transporte entre os estados, principalmente para os estados do Norte

e do Nordeste do país.20

A hipótese frequentemente usada em modelos gravitacionais de que os es­ tados ou os países com renda per capi-ta semelhantes tendem a comercializar mais entre si do que aqueles estados ou países com renda per capita diferentes foi testada com a inclusão da variável simila­

ridade de renda.21 _{Observa­se que o valor}

encontrado para o coeficiente foi negati­ vo, conforme esperado, e estatisticamen­ te significativo, porém muito inelástico, indicando que, para o Rio Grande do Sul, a hipótese de Linder não é tão relevante.

A especificação completa do mo­ delo mostra que o coeficiente da variável

dummy FC, que mede o efeito frontei­

ra do Rio Grande do Sul, foi significati­

20 _{Na prática as diferentes}

alíquotas do ICMS (Imposto sobre Circulação de Mercadorias e Serviços) existentes entre os estados brasileiros acabam por criar um tipo alternativo de barreira tarifária.

21 _{Tradicionalmente,}

muitas teorias do comércio internacional enfatizam a ótica da oferta para explicar o padrão do comércio internacional. A Hipótese de Linder (1961) implica que o padrão de comércio bilateral é determinado pela similaridade de renda entre

os países. Ou seja, países de renda alta tenderiam a comercializar com países de renda semelhante, e países de renda baixa apresentariam propensão maior de comercializar com países de renda baixa. Resumidamente, pode­se dizer que as hipóteses de Linder são as que seguem:

vo, com valor de 0,73. O coeficiente en­ contrado para o efeito fronteira significa

que, ceteris paribus, as exportações do

Rio Grande do Sul para os demais esta­ dos brasileiros é cerca de duas vezes maior do que as exportações do estado para o exterior. É importante salientar o menor valor encontrado para o efeito fronteira do Rio Grande do Sul, no período exa­ minado, com os observados na literatura para o país, bem como para os estados e as regiões brasileiras. De acordo com Sil­

va et al. (2007), o efeito fronteira do Bra­

sil em 1999 era de 37,7 vezes, ao passo

que, para Daumal e Zignago (2005), ele

chegava, em 1999, a 32,5 vezes. Já para a

região Sul, o efeito fronteira chegou a 5

vezes, em 1999, para Leusin Jr. e Azeve­

do (2009), enquanto Daumal e Zignago

(2005) encontraram um viés doméstico

para o Rio Grande do Sul, em 1999, de

22 vezes, muito acima daquele encontra­

do neste artigo.

Embora os trabalhos utilizem perí­ odos e abordagens econométricas diferen­ tes, tal resultado para o Rio Grande do Sul chama a atenção. Esse fenômeno reflete a grande propensão do estado a exportar, captado pelo modelo gravitacional. Con­ forme mostra o Gráfico 1, o valor das ex­ portações do estado em relação às vendas para os demais estados brasileiros chegou a

26,7% em 1999, sendo o estado com a ter­ ceira maior relação no país, somente atrás do Pará e do Espírito Santo. A partir de

1991, o estado se beneficiou de sua posi­

ção geográfica para elevar suas vendas aos parceiros do Mercosul. Considerando­se a participação das exportações dos estados para o bloco em relação às exportações to­ tais do país, observa­se que o Rio Grande do Sul ocupa a segunda posição. No esta­ do, as exportações para o Mercosul repre­ sentam 1,22% das exportações totais do país, superado apenas por São Paulo, on­

de essa relação é de 6,16%.

Dada a discrepância dos resulta­ dos encontrados na literatura, conforme observado acima, também foram realiza­ das estimações baseadas em dados em pai­ nel, mediante três estimadores diferentes. Conforme mencionado na seção anterior, na primeira especificação é aplicado o es­ timador de Mínimo Quadrado Ordiná­ rio clusterizado. Já a segunda estrutura emprega o estimador de efeito aleatório,

enquanto a última particularização im­ põe um modelo hierárquico, tal que, na

equação de 1º nível, se aplica o estima­

dor de efeito fixo, e a equação de 2º ní­

vel é organizada sobre a metodologia de dados de corte.

Os resultados das estimações em

painel são apresentados na Tabela 3. Per­

cebe­se que os coeficientes relacionados

ao PB do país importador, da distância

e da adjacência apresentam os valores es­ perados, sendo significativos e muito se­ melhantes nas três estimações realizadas, bem como aqueles obtidos nas estima­

ções em MQO (Tabela 2). Os valores do

coeficiente relacionado ao PIB do país

exportador, no entanto, mostram queda significativa nas três estimações, varian­

do entre 1,2 e 1,3, quando comparados às

estimações via MQO. Esse resultado po­

de indicar que parte do efeito do PIB do

país exportador, estimado por MQO, es­

tava atrelado ao efeito individual, respei­ tando um modelo de dados em painel.

Uma mudança fundamental em

re lação às estimações através do MQO se

seada em dados em painel. Ou seja, o efei­ to fronteira não ocorreria no Rio Grande do Sul. Esse resultado estatístico remete a maior proximidade geográfica do estado de outros países, principalmente do Mer­ cosul, corroborado pelo sinal negativo es­ timado para o parâmetro associado a dis­ tância. Não obstante a questão geográfica, a relação comercial entre o estado e o Mer­ cosul se beneficia também de um acordo tarifário. Ademais, o estado tem maior propensão à exportação de produtos pri­ mários, que são mais direcionadas para pa­ íses do que para os demais estados brasilei­ ros, seguindo um padrão bem explicado pelas vantagens comparativas do estado, e ambos os fenômenos estariam sendo mais adequadamente captados pela estimação por meio de dados em painel.

4_Conclusão

O Rio Grande do Sul tem se destacado co­ mo importante estado exportador brasilei­ ro. Este artigo buscou mensurar o impac­ to do efeito fronteira para o Rio Grande

do Sul, no período 1997­2002, conside­

rando­se as exportações do estado e as vendas internas a outros estados brasilei­ ros. A forma usual de se estimar o efeito fronteira é por meio do modelo gravita­ cional, que, além das variáveis convencio­

nais, como PIB e distância absoluta, inclui

Tabela 3_Estimativas do modelo gravitacional para o Rio Grande do Sul, entre 1997 e 2002

Variável Independente

Métodos

MQO Clusterizado Efeito Aleatório Efeito Fixo Hierárquico

Constante ­31,27* ­28,07* ­30,15*

(6,44) (3,94) (3,96)

Log (PIBi) 1,32* 1,19* 1,23*

(0,27) (0,17) (0,24)

Log (PIBj) 0,84* 0,80* 0,68*

(0,07) (0,06) (0,12)

Log (DISTij) ­0,28* ­0,28* ­0,26**

(0,10) (0,07) (0,10)

Log (PPCi ­ PPCj) ­0,09** ­0,03*** 0,02

(0,04) (0,02) (0,03)

Dummy Adj 1,96* 2,01* 2,07*

(0,32) (0,32) (0,31)

Dummy FC ­0,69 0,15 0,90

(0,82) (0,62) (0,88)

R2 Ajustado 0,6990 0,6876 0,1259

Teste Wald 110,08**** 732,38 204,80

Num. Obs. 432 432 432

Os valores entre parêntesis são os erros padrão das estimativas.

*Significância no nível de 1%.

**Significância no nível de 5%.

***Significância no nível de 10%.

**** A estatística refere­se ao teste F.

uma variável dummy associada ao comér­ cio intranacional e/ou internacional. Es­ sa dummy indica se o fato de o fluxo de comércio necessitar cruzar fronteiras re­ gionais ou nacionais tem alguma influ­ ência sobre o padrão de comércio de um estado e/ou de um país.

Os resultados estimados pelo mé­ todo dos Mínimos Quadrados Ordiná­ rios indicaram que as fronteiras represen­ tam custo significativamente menor para as exportações do Rio Grande do Sul em relação ao país e a outras regiões brasi­ leiras. Observou­se que, para o estado, o impacto do efeito fronteira se traduz em um viés doméstico do fluxo comér­ cio apenas duas vezes superior aos fluxos comerciais internacionais. Tal resultado mostra­se muito inferior aos encontra­

dos para o Brasil, em 1999, por Silva et

al. (2007), que encontraram um viés de

37 vezes, assim como o resultado apurado

por Daumal e Zignago (2005) de 32 vezes.

O efeito fronteira do Rio Grande do Sul estimado neste artigo também é inferior ao estimado para a região Sul do país por

Leusin Jr. e Azevedo (2009), que chegou

a cinco vezes, bem como aquele estima­ do para o estado por Daumal e Zignago

(2005), que chegou a 22 vezes.

A estimação baseada em dados em painel não apenas confirmou o menor vi­ és doméstico das exportações do estado,

como também mostrou não haver viés algum. Através do estimador de Mínimo Quadrado Ordinário clusterizado, do es­ timador de efeito aleatório, e de um mo­

delo hierárquico, que na equação de 1º

nível aplica­se o estimador de efeito fi­

xo e a equação de 2º nível é organizada

sobre dados de corte, o valor do efeito fronteira não foi significativo, sinalizan­ do que as exportações para os demais es­ tados brasileiros não seria superior àque­ las destinadas aos países da amostra. Isto é, o efeito fronteira não ocorreria no Rio Grande do Sul.

Embora os trabalhos utilizem perí­ odos e abordagens econométricas diferen­ tes, tal resultado para o Rio Grande do Sul reflete a grande propensão do estado a exportar, captado pelo modelo gravita­ cional. O valor das exportações do estado em relação às vendas para os demais esta­

dos brasileiros chegou a 26,7% em 1999,

sendo o estado com a terceira maior re­

lação no país. A partir de 1991, o estado

também se beneficiou de sua posição ge­ ográfica para elevar suas vendas aos par­ ceiros do Mercosul, levando­o a apresen­ tar a segunda posição na participação das exportações dos estados para o bloco em relação às exportações totais do país.

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E-mail de contato dos autores:

leusin01@gmail.com. aazevedo@unisinos.br. mlelis@unisinos.br.

Anexo 1

Países da amostra

Angola Holanda

Argentina _Nigéria

Austrália Noruega

Bélgica _Paraguai

Bolívia Peru

Canadá _Filipinas

Chile Portugal

China _{Porto Rico}

Colômbia Rússia

República Dominicana _{Arábia Saudita}

Equador Cingapura

Egito _{África do Sul}

França Espanha

Alemanha _Suécia

Hong Kong, China Suíça

Índia _Tailândia

Indonésia Taiwan

Irã _Turquia

Itália Emirados Árabes Unidos

Japão _{Reino Unido}

Coreia do Sul Estados Unidos

Malásia _Uruguai